تأثیر سرمایه‌گذاری خصوصی و دولتی در رشد بخش سلامت ایران

مدلسازی اقتصادی

مقاله 5، دوره 16، شماره 58، شهریور 1401، صفحه 67-84   

نوع مقاله: پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/eco.2022.1967155.2692

نویسندگان

مهرانه شمشیربندی¹؛ محمد دالمن پور^{* 2}؛ فرید عسگری³

¹دانشجوی دکتری علوم اقتصادی، گروه اقتصاد، دانشگاه آزاد اسلامی، واحد زنجان، زنجان، ایران

²استادیار گروه اقتصاد، واحد زنجان، دانشگاه آزاد اسلامی، زنجان، ایران

³استادیار گروه اقتصاد ، واحد ابهر ، دانشگاه آزاد اسلامی ، ابهر ، ایران

چکیده

هدف مقاله بررسی تأثیر سرمایه­گذاری ­خصوصی و دولتی در رشد بخش ­سلامت ایران با استفاده از مدل خودتوضیح با وقفه گسترده طی سال­های 1360 – 1398 است. به­این­منظور، تاثیر سرمایه‌گذاری در عملکرد دوشاخص منتخب سلامت (مخارج ­بهداشتی و امید به زندگی) برآورد شد. نتایج برآورد مدل نشان داد که با افزایش رشد ­اقتصادی، مخارج ­بهداشتی افزایش می­یابد و با افزایش سرمایه‌گذاری بخش­ خصوصی در بخش ­سلامت، مخارج­ بهداشتی و با افزایش سرمایه­گذاری بخش خصوصی و دولتی در بخش ­سلامت، امید به زندگی (به‌عنوان شاخص بهداشتی) افزایش می‌یابد. همچنین، در بلندمدت میزان ابتلا به ایدز و نرخ ­تورم، اثرِ ­منفی و نرخ ­باسوادی، ­شهرنشینی، ­ارز­ حقیقی و نرخ­ بهره­ حقیقی، اثرِ ­مثبت بر مخارج بهداشتی و امید به زندگی دارد. تحلیل کلی نتایج آشکار کرد که تمرکز بر سرمایه­گذاری هدفمند حاصل از مطالعات تجربی (نظیر این پژوهش) می‌تواند نرخ رشد بخش سلامت در ایران را بهبود می‌بخشد. یافته­های این مطالعه می­تواند برای اجرای سیاست کارآمدتر در نحوه و نوع سرمایه­گذاری در بخش سلامت سودمند باشد.

کلیدواژه‌ها

طبقه‌بندی JEL: O23 .E43؛ G21؛ واژگان کلیدی: سرمایه‌گذاری‌ خصوصی؛ سرمایه‌گذاری ‌دولتی؛ بخش ‌سلامت در ایران؛ مدل خودتوضیح با وقفه گسترده (ARDL)

اصل مقاله

1.‌ مقدمه

کشورها، پیوسته، تلاش می‌کنند برای مردم خود، سلامتی، زندگی سالم و رفاه مطلوب به ارمغان بیاورند. سلامت و امنیت، مهم‌ترین شاخص‌های‌ توسعه‌یافتگی و نیاز انکارنشدنی جوامع به‌شمار می‌روند که با تاثیر در رشد فزاینده بهره‌وری نیروی کار می‌توانند در رشد اقتصادی هرکشور اثرگذار باشند. به همین دلیل، امروزه، کشورها به نقش سلامت در رشد و توسعه اجتماعی و اقتصادی توجه زیادی دارند و سیاست‌گذاران با تمرکز بر بخش سلامت، سهم بخش بهداشت و درمان را نسبت به کل تولید ناخالص داخلی افزایش داده‌اند؛ به‌طوری‌که در برخی از کشورها، رشد مخارج مراقبت‌های درمانی از رشد تولید ناخالص داخلی (GDP)[1] بیشتر شده است (متقی و حسینی‌نسب، عصاری آرانی و عاقلی، 1392). ارتقای کیفیت بخش سلامت، پیامدها و آثار مثبتی بر فعالیت‌های اقتصادی- ‌اجتماعی جامعه دارد؛ زیرا موجب افزایش تولید ناخالص ملی و رشد اقتصادی می‌شود (ملیک و اعظم‌شاه^[2]، 2018).

آموزش و سلامت نیروی انسانی، بخشی از زیرساخت­های اجتماعی است که با افزایش تولید ناخالص داخلی نسبتی مستقیم دارد و جاذب سرمایه‌هاست (سپهردوست،1390، سپهردوست، قربان‌سرشت و باروتی، 1393 و قادری و شهرکی، 1394 و اوگاندری و اوکیوز^[3]، 2018).

رابطه بین مخارج سلامت و رشد بخش سلامت در مناطق درحال‌توسعه توجه زیادی را به خود جلب کرده است. مخارج سلامت، عاملی حیاتی در بهبود وضعیت سلامت در ایران است و ایجاد اشتراک بین بخش عمومی و خصوصی در تخصیص منابع سلامت، اثربخشی در این حوزه را افزایش خواهد داد (عسگری و بادپا، 1394). برخلاف اینکه مخارج سلامت بر مرگ و ­میر کودکان اثر­گذار است؛ اما متغیرهایی مانند آموزش، تغییر تکنولوژی، تفاوت‌های فرهنگی و درآمدی نسبت به مخارج سلامت عوامل موثرتری در توسعه بخش سلامت هستند (فیلمر^[4]، 2003).

در مطالعات اقتصادی اخیر، اقتصاددانان سلامتی را به عنوان تابع تولید معرفی کرده­اند که سلامتی فرد، ستانده نهاده­های تولید است (جهانگرد، رنجبر فلاح و سرآبادی تفرشی، 1391). برآورد تابع تولید سلامتی، بنابر شرایط هرکشور، با شاخص­های متفاوتی سنجیده می­شود. شاخص­هایی مانند امید به زندگی، نرخ مرگ و میر کودکان زیر پنج سال، نرخ باروری، مخارج بهداشتی، اختلال در سلامتی و غیره.

هدف مقاله این است که سرمایه­گذاری خصوصی و دولتی چه تاثیری در دو شاخص امید به زندگی و مخارج بهداشتی به‌عنوان دو پراکسی سلامت در ایران دارد، این دو تابع بررسی می‌شود. در این راستا، سوال اصلی مقاله این است که آیا سرمایه‌گذاری ­خصوصی و دولتی در رشد سلامت در ایران تأثیرگذار است.

برای دست‌یابی به هدف، مقاله بدین شکل سازمان‌دهی می‌شود: بعد از مقدمه، در بخش دوم، ادبیات مرور می‌شود؛ در بخش سوم، روش پژوهش بیان می‌شود و بخش‌های چهارم و پنجم به یافته‌ها و نتیجه‌گیری و پیشنهادها اختصاص می‌یابد.

 

 

2. مروری بر ادبیات پژوهش

- مبانی نظری

طبق تعریف سازمان جهانی بهداشت(WHO) ^[5] سلامت عبارت است از «برخورداری از رفاه کامل جسمی، روانی و اجتماعی و نه صرفاً فقدان بیماری یا ناتوانی». سازمان جهانی بهداشت با این تعریف چند وجهی، بر تاثیرپذیری سلامت از «عوامل اجتماعی – اقتصادی»[6] تاکید کرده است. در بسیاری از مطالعات نیز تاثیرگذاری سلامت در سایر متغیرها نظیر متغیرهای اجتماعی، اقتصادی و سیاسی سنجیده شده و به اهمیت سرمایه­گذاری بر سلامت برای دست‌یابی به اهداف دیگر اشاره شده است.

شاخص طول عمر (امید به زندگی) در بین دولت­ها از شاخص­های مورد توجه است و از آن به‌عنوان یکی از شاخص­های توسعه­یافتگی یاد می­کنند. بهبود سلامت، تعداد روزهای کاری نیروی کار را افزایش می­دهد و به ارتقای بهره­وری نیروی انسانی شاغل می‌افزاید و به رشد اقتصادی کشور نیز کمک می­کند. با افزایش امید به زندگی، تمایل به کار، سرمایه­گذاری و تولید ثروت افزایش می‌یابد و به‌دنبال آن، رشد اقتصادی محقق می‌شود (بهبودی، باستانیان و فشاری، 1390).

از طرف دیگر، برخی محققان بر این باورند که کاهش نرخ مرگ­و­میر نشان­‌دهنده بهبود شرایط سیستم سلامت در کشورها نیست؛ زیرا ممکن است فرد بیمار و ناکارا باشد و جامعه را فقیرتر کند (جهانگرد و همکاران، 1391). بنابراین، شاخص مخارج بهداشتی نیز در کنار شاخص امید به زندگی برای سنجش بخش سلامت بررسی شده است.

محدودیت منابع مالی و رشد هزینه­های سلامت سبب پررنگ­تر شدن اهمیت متغیرهای تاثیرگذار در هزینه­های سلامت شده ­است. با تاکید بر پایداری آثار مثبت هزینه دولت در حوزه سلامت بر بهره­وری نیروی کار، هزینه­های جاری سلامت را 20 برابر موثرتر از هزینه­های عمرانی سلامت برآورد کرده­اند.

قادری و همکاران (1394) نیز در خصوص افزایش سرمایه­گذاری مستقیم خارجی، به افزایش زیرساخت­های آموزش و سلامت برای افزایش رشد اقتصادی پرداخته‌اند و دریافته‌اند که تاثیر سرمایه­گذاری مستقیم خارجی در رشد اقتصادی ایران از صادرات هم بیشتر بوده است.

بارونی، جلایی و جعفری (1395) با بررسی تاثیر نرخ ارز بر هزینه­های دارو و تجهیزات پزشکی به این نتیجه دست­یافتند که متغیر نااطمینانی نرخ ارز بر واردات دارویی و تجهیزات پزشکی در ایران تاثیر معنادار و منفی دارد و بر حیاتی بودن این موضوع در سیاست­گذاری­های اقتصاد در حوزه سلامت تاکید داشته­اند.

کردبچه و احمدی (1396) با بررسی آثار نوسان نرخ ارز بر شاخص­های قیمت بهداشت و درمان، دریافتند که متغیر نرخ ارز در کوتاه‌مدت و بلندمدت، شاخص­های قیمت مصرف‌کننده و تولید‌کننده در بخش سلامت را متاثر می‌کند. همچنین، نرخ تورم بر امید به زندگی اثری منفی دارد؛ درحالی‌که نرخ شهرنشینی، به‌عنوان عاملی اجتماعی – اقتصادی بر امید به زندگی اثری مثبت داشته است (منصف و شاه‌محمدی مهرجردی، 1396).

بابائی (1399) در مطالعه­ای به سنجش تاثیر شاخص­های سلامت و متغیرهای کلان اقتصادی بر سطح امید به زندگی کشورهای توسعه‌یافته پرداخته است. وی دریافت که در کشورهای درحال‌توسعه، نرخ تورم بر شاخص امید به زندگی اثری منفی داشته است. همسو با این مطالعه، خانزادی، جلیلیان، مرادی و حیدریان (1399) به نتایج مشابهی دست‌یافتند که تاییدکننده یافته‌های مطالعه بابائی درباره رابطه مثبت و معنادار سطح سواد و امید به زندگی در ایران بوده ­است. بنابرنتایج این پژوهش‌ها، باسوادی، شاخص یا متغیر دیگری است که در رشد سلامت جوامع موثر است.

عمادزاده، صمدپور، رنجبر و عزیزی (1393) به این نتیجه رسیدند که بین آموزش و سلامت رابطه تعادلی مثبت و بلندمدت وجود دارد. مهرآرا و فرشچی (1399) نیز با تاکید بر رابطه مستقیم بین میزان تحصیلات و هزینه­های سلامت در خانواده­ها، ارتقای سلامت در جامعه را به بهبود شرایط تحصیلی خانواده­های کم‌درآمد و کم‌سواد وابسته دانسته‌اند.

عاقلی و دلیری (1400) با تعیین شاخص توسعه انسانی متشکل از میانگین سه شاخص امید به زندگی، تحصیلات و تولید ناخالص داخلی با بررسی تاثیر سرمایه­گذاری مستقیم خارجی در 24 کشور کمترتوسعه‌یافته به این نتیجه دست­یافتند که سرمایه­گذاری مستقیم خارجی در این کشورها با شاخص توسعه­انسانی رابطه مثبت و معناداری دارد.

در ایران به‌دلایل اجتماعی، اطلاعات و آمار مبتلایان به بیماری ایدز دسترس‌پذیر نیست. دیِلمَن^[7] (2020) با بررسی مخارج سه بیماری مالاریا، سل و ایدز در 195 کشور دنیا به تفکیک بخش دولتی، خصوصی و مبالغ از پیش پرداخت‌شده توسط بخش خصوصی (پرداخت حق بیمه) با هدف سنجش میزان تحقق اهداف توسعه پایدار سلامت، به این نتیجه دست یافت که مخارج بهداشتی مصرف‌شده برای بیماران مبتلابه ایدز طی سال‌های 1995 - 2017 افزایش داشته و درصد این افزایش بنابر سطح درآمدی کشور متفاوت بوده ­است. دیلمن مطرح کرده که این افزایش هزینه الزاماً به بهبود نتایج منجرنشده و محدودیت­های غالب در این کشورها هزینه­های مصرف‌شده را دستخوش تغییر کرده ­است.

شمس­الدینی و هرمز (1399) در پژوهش خود هم بر نرخ بهره به‌عنوان مهم‌ترین عامل در سرمایه­گذاری شرکت‌های بیمه درمان هم بر تاثیرگذاری نرخ بهره در الگوی هزینه - فرصت سرمایه­گذاری بیمه‌گذاران تاکید کرده‌اند و مبتنی‌بر نتایج، دریافته‌اند که بین توسعه اقتصادی، کنترل نرخ بهره و گسترش بیمه درمان رابطه مثبت و معناداری وجود دارد. در ادامه، ه اهمّ مطالعات تجربی مرتبط با موضوع معرفی و بررسی می‌شود.

 

-‌ مطالعات تجربی

سرلک و سواری (1395) با بررسی تاثیر عوامل اقتصادی – اجتماعی بر امید به زندگی در ایران دریافتند، در کوتاه‌مدت و بلندمدت، تورم و رشد جمعیت ارتباط معنادار و منفی با امید به زندگی دارد. همچنین، نتایج نشان داد که در ایران، رشد تولید ناخالص داخلی در کوتاه‌مدت اثر معناداری بر امید به زندگی ندارد؛ اما، در بلندمدت این متغیر تاثیر مثبت و معناداری بر امید به زندگی دارد.

سلیمانپور زنوز و سیدحمزه (1395) در پژوهش خود تاثیر نوسانات نرخ ارز بر شاخص­های توسعه اقتصادی را در کشورهای مسلمان با استفاده از داده‌های پانلی طی دوره 2000 – ۲۰۱۴ بررسی کرده‌اند. آنها دریافتند که با افزایش نوسانات نرخ ارز حقیقی و افزایش نااطمینانی در این شاخص، شاخص امید به زندگی در این کشورها کاهش یافته است.

خدابخشی و ندری (1398) در مطالعه­ای با بررسی اثر درآمدهای مالیاتی و نفتی بر هزینه‌های سلامت در ایران طی سال­های 1394-1364 دریافتند رابطه بین درآمدهای نفتی و مالیاتی و هزینه­های سلامت، مثبت و معنادار است. همچنین، برآورد ضرایب متغیرهای نرخ شهرنشینی و تولید ناخالص داخلی سرانه، نشان­دهنده اثر مثبت و معنادار بر هزینه­های سلامت در ایران بوده ­است.

مسکرپورامیری و مهدی‌زاده (1398) در مطالعه­ای به شناسایی تأثیر نوسانات اقتصادی در سلامت عمومی پرداختند. نتایج نشان داد، رشد درآمد سرانه، نابرابری درآمد و نرخ بیکاری، تأثیر آماری معناداری در شاخص های امید به زندگی و مرگ و میر کودکان زیر پنج سال داشته است. هرچند اختلالات نرخ ارز تأثیر آماری معناداری در امید به زندگی داشته است؛ اما اثر آن بر مرگ و میر کودکان زیر پنج سال معنادار نبوده است.

فرجی دیزجی و قدمگاهی (1398) در پژوهش خود اثرگذاری تحریم‌های اقتصادی را بر مخارج عمومی سلامت در کشورهای درحال‌توسعه که به صادرات منابع طبیعی وابسته‌اند، بررسی کرده‌اند. نتایج، آثار سوء تحریم‌ها بر سلامت شهروندان از طریق کاهش مخارج عمومی تخصیص‌یافته به بخش سلامت را نشان داده است. شهرکی و قادری (1398) با مطالعه تاثیر عوامل اقتصادی- اجتماعی بر مخارج سلامت خانوار نشان دادند نرخ باسوادی بر مخارج سلامت تاثیرگذار است. در ادامه، مطالعات خارجی بررسی می‌شود.

کِتِنسی و مِرتی^[8] (2018) عوامل تعیین­کننده شاخص امید به زندگی را در ایالات متحده امریکا بررسی کردند. آنها دریافتند که سطح تحصیلات ازجمله عواملی است که بیشترین تاثیر مثبت را در امید به زندگی در کشور امریکا دارد.

جیامانکو و گیتو^[9] (2019) در پژوهشی مخارج سلامت و سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی در اروپا با استفاده از سه شاخص 1) مخارج بهداشتی دولت به کل مخارج مراقبت‌های بهداشتی؛ 2) درصد مخارج پرداخت از جیب (OOP)[10] به کل مخارج مراقبت‌های بهداشتی و 3) درصد پوشش‌دهی سلامت را بررسی کردند. آنها دریافتند که در تمامی مدل‌ها، رابطه متغیر وابسته و متغیرهای مربوط به مخارج بهداشتی همواره معنادار بوده است؛ اما برای درصد مخارج بهداشت عمومی این رابطه، مثبت و برای درصد مخارج پرداخت از جیب، منفی است. همچنین، این پژوهش نشان داد متغیرهایی که سلامت جامعه را توصیف می‌کند با سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی رابطه معنادار و مثبت دارد.

کولومبو، روتوندی و استانکا^[11] (2018) در مطالعه­ای با بررسی شرایط اقتصاد کلان و سلامت در کشور ایتالیا نشان دادند که بیکاری با شرایط بهداشتی افراد ارتباط منفی داشته و یک درصد افزایش نرخ بیکاری در سطح استانی با افزایش زیادی در احتمال ابتلا به بیماری همراه است.

 

3. روش پژوهش

-‌ تصریح مدل

معمولاً، متغیرهایی که بر دوشاخص «امید به زندگی»[12] و «مخارج سلامت»[13] موثر هستند، با تاخیر اثر خود را نشان می‌دهند؛ لذا از مدلی برای برآورد اثر متغیرها استفاده می­شود که تحرکات کوتاه‌مدت را به بلندمدت مرتبط می‌کند. بدین‌منظور، از مدل خودتوضیح با وقفه گسترده (ARDL)^[14] استفاده می­شود که افزون‌بر ویژگی یادشده در صورت ناپایا بودن متغیرها می­توان بدون توجه به ناپایایی، الگوی مناسبی را برآورد کرد. برای توضیح مدل خود توضیح برداری با وقفه گسترده، مدل ساده زیر را در نظر بگیرید:            

 

،  و  سه سری زمانی متفاوت، بردار  جمله خطای تصادفی و α ، β و δ پارامتر هستند. در گام اول، برای برخورداری از اطلاعات توصیفی متغیرها، شاخص­های توصیفی متغیرها محاسبه شده و در گام دوم، تعداد وقفه‌های بهینه انتخاب شده است. در این سنجش با استفاده از آزمون ریشه واحد دیکی – فولر تعمیم‌یافته، پایایی تمام متغیرهای مدل، آزمون شده است. در گام سوم، امکان وجود رابطه بلندمدت با استفاده از آزمون هم­انباشتگی باند و آماره F سنجیده شده است. هنگامی روابط بلندمدت بین متغیرها وجود خواهد داشت که رابطه تصحیح خطا نیز وجود داشته باشد؛ بنابراین، مدل تصحیح خطا (ECM)^[15] برآورد شد. در مرحله بعدی، روابط کوتاه‌مدت با استفاده از مدل خود توضیح برداری با وقفه گسترده برآورد شد و نوع رابطه متغیرهای وابسته و مستقل در کوتاه‌مدت، مشخص شده است. پس از آن، مدل بلندمدت برآورد شد. در این برآورد نیز اثر متغیرهای مستقل بر متغیرهای وابسته در بلندمدت تعیین شده است. سپس، آزمون­های تشخیصی مانند آزمون ثبات ساختاری، آزمون نرمال بودن جملات خطا، آزمون خود هم‌بستگی و آزمون واریانس ناهم‌سانی انجام شد. در پایان نیز خطی بودن مدل­های اول و دوم با استفاده از آزمون نیکویی برازش رمزی ریست سنجیده شد.

در این مقاله، به پیروی از مطالعات امین­رشتی و اصغری (1390)،  صادقی و محمدی خانقاهی (1393)، خدابخشی و ندری (1398)، نویگنون، اولاکویو، سولومون و نویگنون^[16] (2012)، جیامانکو و همکاران (2019) و اونوفری، واتامانو و وینتیلا و سیگو^[17] (2021) و با به‌کارگیری مدل ARDL، به بررسی سرمایه­گذاری خصوصی و دولتی بر مخارج بهداشتی و امید به زندگی در ایران، پرداخته شده است. از دلایل استفاده از مدل ARDL در این پژوهش نیز سنجش تاثیر سرمایه­گذاری بر امید به زندگی و مخارج سلامت در کوتاه‌مدت و بلندمدت به صورت هم‌زمان بوده است. در ادامه، الگوی اقتصادسنجی تشریح می‌شود.

Health Expenditure = F (GDP, PInvestment, GInvestment, FDI, Literacy Rate, HIV, Population, EXR, INF, IR)

و

Health Index = G (GDP, PInvestment, GInvestment, FDI, Literacy Rate, HIV, Population, EXR, INF, IR)

در ادامه، دو مدل زیر که لگاریتم معادلات فوق است به‌عنوان مدل­های نهایی پیشنهاد شده و برآورد می‌شود.

مدل اول:

 

 

 

مدل دوم:

 

که در آن، متغیر وابسته شاخص‌های بهداشت و درمان مورد استفاده در تحقیق در دو گروه مخارج بهداشتی و امید به زندگی به شرح زیر است.

مخارج بهداشتی (Health Expenditure): مخارج بهداشتی، شامل مجموع مخارج بهداشتی است که برای خدمات بهداشتی (پیشگیری و درمان)، برنامه‌های آینده­نگر خانوار برای دریافت این خدمات (خدمات بیمه‌ای)، تغذیه و کمک‌های اضطراری پیش‌بینی نشده است. داده‌ها از سایت رسمی بانک مرکزی ایران استخراج شده است.

شاخص بهداشتی (Health Index): برای لحاظ شاخص بهداشتی از شاخص امید به زندگی استفاده شده است. شاخص امید به زندگی تحت تاثیر مراقبت‌های بهداشتی، تغذیه سالم و آرامش روانی بوده و شاخصی است که نشان‌دهنده کیفیت زندگی است. رشد شاخص امید به زندگی می­تواند نشانی از کیفیت هزینه­های بهداشتی در یک کشور باشد. به عبارت دیگر، اگر هزینه‌های بهداشت و درمان کافی بوده و کارایی بالایی داشته باشد، احتمال می‌رود شاخص سطح سلامتی ارتقا یابد. آمار مربوط به این متغیر از سایت سازمان جهانی بهداشت استخراج شده است. [18]

متغیرهای مستقل شامل موارد زیر است:

سرمایه‌گذاری خصوصی (Pinvestment): مجموع سرمایه‌گذاری بخش خصوصی در بخش سلامت که مجموع سرمایه‌گذاری خصوصی در بخش سلامت است و به صورت درصدی از‌GDP  اندازه‌گیری می‌شود. آمار مربوط به این متغیر از پایگاه داده‌ای بانک جهانی WDI استخراج شده است؛

سرمایه‌گذاری دولتی (Ginvestment): مجموع سرمایه‌گذاری بخش دولتی در بخش سلامت که مجموع سرمایه‌گذاری دولتی در بخش سلامت است و به صورت درصدی از‌GDP  اندازه‌گیری می‌شود. آمار مربوط به این متغیر از پایگاه داده‌ای بانک جهانی WDI استخراج شده است.

متغیرهای کنترلی موثر بر بهداشت و درمان که در سه گروه متغیرهای اقتصادی، اجتماعی و محیطی ملحوظ شده عبارتند از:

رشد اقتصادی (GDP): افزایش تولید ناخالص داخلی، تأثیر مثبتی بر افزایش مصرف کالا و خدمات منابع مراقبت‌های بهداشتی و سلامتی دارد و نهایتاً باعث افزایش شرایط سلامتی می‌شود. اما برخی محققان معتقدند که ممکن است افزایش GDP باعث افزایش استرس و درنتیجه، شرایط سلامتی بدتری شود؛ زیرا ممکن است به رژیم‌های غذایی با چربی و قند بیشتر، ماشین‌های سریع‌تر (و درنتیجه، تحرک کمتر) و غیره منجرشود. پس، نمی‌توان در مورد تأثیر این متغیر بر سلامت نظر قطعی داد. آمار مربوط به این متغیر از بانک مرکزی جمع‌آوری شده است؛

سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی (FDI): سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی به‌معنای ایجاد و کسب منافع پایدار برای اشخاص حقیقی و حقوقی یک کشور در فعالیتی اقتصادی (سهام‌داری در شرکت‌ها و ...) واقع در کشور دیگر است؛ به­نحوی که این منافع پایدار دلالت بر وجود رابطه بلندمدت بین سرمایه‌گذاری مستقیم و موضوع مورد سرمایه‌گذاری از سوی دیگر دارد (آنکتاد، 2018). در این مقاله، FDI مجموع سرمایه‌گذاری­های خارجی است که به صورت درصدی از GDP اندازه‌گیری می‌شود. آمار مربوط به این متغیر از پایگاه داده‌ای بانک جهانی WDI اخذ شده است؛

نرخ ارز (EXR): قیمت (نرخ) مبادله پول رایج کشوری با پول رایج کشور دیگر، طلا، یا حق برداشت خاص را «نرخ ارز» می‌گویند. در این مقاله از نرخ ارز حقیقی در کشور استفاده می‌شود.

نرخ تورم (INF): نرخ تورم به صورت نرخ سالانه تورم در کشور تعریف و محاسبه می‌شود. اطلاعات مربوط به این متغیر از مجموعه اطلاعات مرکز آمار ایران و بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران گردآوری شده است؛

نرخ بهره (IR): نرخ بهره به صورت نرخ سود سپرده‌های یک‌ساله بانک‌های دولتی تعریف و محاسبه شده است؛

نرخ باسوادی (Literacy Rate): تأثیر آموزش در این تابع بسیار چشم‌گیر است؛ زیرا بر انتخاب شغل مناسب، انتخاب رژیم ‌غذایی مناسب، اجتناب از عادات ناسالم و غیره تأثیر گذاشته و از منظر سلامتی، مستقیما، در کیفیت زندگی افراد تأثیر می‌گذارد. متداول‌ترین تعریف برای نرخ باسوادی عبارت است از تعداد افراد باسواد به کل جمعیت 6 ساله و بالاتر. آمار مربوط به نرخ باسوادی از بانک مرکزی جمع‌‌آوری شده است؛

میزان ابتلا به ایدز (HIV): دومین عامل اجتماعی تأثیر‌گذار در شرایط زندگی است که آن را با ابتلابه ایدز نشان می‌دهند. در این مقاله، ابتلابه ایدز به‌عنوان شاخص شرایط زندگی در نظر گرفته شده که تأثیر زیادی در کاهش کیفیت زندگی دارد. تأثیر این متغیر بر سلامت در جوامع، مختلف است. آمار مربوط به این متغیر از سایت سازمان جهانی بهداشت جمع­آوری شده است؛

جمعیت (Population): متغیر محیطی این مقاله، نرخ شهرنشینی یا سهمی از کل جمعیت است که در نواحی شهری زندگی می‌کنند. این متغیر به صورت بالقوه هم تأثیر مثبت و هم تأثیر منفی در سلامت دارد. آمار مربوط به این متغیر از بانک مرکزی استخراج شده است.

در نهایت، گفتنی است که دوره زمانی این مقاله سال‌های 1398-1360 را دربرمی‌گیرد و داده‌های آن، ماهیت سری زمانی دارد و تمامی تجزیه و تحلیل­ها با نرم­افزار Eviews10 اجرا شده است.

 

4. برآورد مدل

- آماره توصیفی متغیرها

در این قسمت، شاخص­های توصیفی هریک از متغیرها بررسی می‌شود. متغیرهای مقاله شامل مخارج بهداشتی، امید به زندگی، سرمایه­گذاری خصوصی در بخش سلامت، سرمایه­گذاری دولتی در بخش سلامت، رشد اقتصادی، سرمایه‌گذاری مستقیم خارجی، نرخ ارز، نرخ تورم، نرخ بهره، نرخ باسوادی، میزان ابتلابه ایدز و نرخ شهرنشینی است.

 

جدول 1. شاخص­های توصیفی متغیرها

متغیر (واحد سنجش)	حداقل	حداکثر	میانگین	انحراف معیار	کشیدگی	چولگی
مخارج­بهداشتی (درصد از GDP)	872/3	859/8	258/5	404/1	667/3	269/1
امید به زندگی (سال)	126/53	677/76	099/68	380/7	511/2	854/0-
سرمایه گذاری­خصوصی (درصد از GDP)	442/36	643/67	227/54	130/9	826/1	406/0-
سرمایه گذاری دولتی(درصد از GDP)	356/32	557/63	770/45	130/9	827/1	406/0
رشد اقتصادی (درصد)	206/10-	210/27	767/2	029/7	486/5	838/0
سرمایه‌گذاری خارجی(درصد از GDP)	289/0-	736/2	429/0	630/0	239/6	701/1
نرخ ارز	483/54	142/423	272/160	932/90	537/3	073/1
نرخ تورم (درصد)	389/4	655/49	699/19	472/9	201/4	004/1
نرخ بهره (درصد)	418/21-	133/16	841/3-	120/9	868/2	106/0
نرخ باسوادی (درصد)	300/57	300/88	638/78	599/10	324/2	924/0-
میزان ابتلا به ایدز (نفر)	10	5600	2853	2182	286/1	202/0-
نرخ شهرنشینی (درصد)	434/50	391/75	574/63	725/7	704/1	104/0-

منبع: یافته‌های پژوهش

 

براساس نتایج جدول (1)، حداقل، حداکثر، میانگین، انحراف معیار، کشیدگی و چولگی مخارج بهداشتی، به‌ترتیب، برابر با 872/3، 859/8، 258/5، 404/1، 667/3 و 269/1 درصد از GDP است. همچنین، حداقل، حداکثر، میانگین، انحراف معیار، کشیدگی و چولگی امید به زندگی، به‌ترتیب، برابر با 126/53، 677/76، 099/68، 380/7، 511/2 و 854/0- سال است. حداقل، حداکثر، میانگین، انحراف معیار، کشیدگی و چولگی سرمایه­گذاری خصوصی در بخش سلامت نیز به‌ترتیب، برابر با 442/36، 643/67، 227/54، 130/9، 826/1 و 406/0- درصد از مخارج بهداشتی است. آماره‌های توصیفی مابقی متغیرها نیز بیان شده است.

 

- آزمون پایایی متغیرها

پیش از برآورد مدل لازم است مانایی تمام متغیرهای مورد استفاده در مدل مقاله آزمون شود. براساس نتایج آزمون ریشه واحد دیکی - فولر تعمیم‌یافته، همه متغیرها در سطح مانا بوده و درجه انباشتگی صفر دارند؛ به‌استثنای متغیرهای لگاریتم مخارج بهداشتی، لگاریتم سرمایه‌گذاری دولتی، لگاریتم نرخ شهرنشینی و لگاریتم FDI. همچنین، این متغیرها درجه انباشتگی یک دارند. با توجه به نتایج آزمون ریشه واحد، از آنجا که متغیرهای لگاریتم مخارج بهداشتی، لگاریتم سرمایه­گذاری دولتی، لگاریتم نرخ شهرنشینی و لگاریتم سرمایه­گذاری مستقیم خارجی درجه انباشتگی یک دارند و با یکبار تفاضل­گیری مانا شده­اند؛ درحالی‌که باقی متغیرهای مدل، انباشتگی صفر دارند. انتخاب مدل ARDL این امکان را فراهم کرده که رابطه سری­های I(0) و I(1) را بتوان در بلندمدت بررسی کرد.

 

-‌ آزمون هم‌انباشتگی باند

قبل از محاسبه رابطه بلندمدت، امکان وجود رابطه بلندمدت بررسی می‌شود. بدین منظور، از آزمون باند استفاده شده است. مطابق با نتایج از این آزمون مقدار آماره آزمون برای مدل اول،860/13 و مدل دوم،430/396 است که از همه کرانه‌های فهرست‌شده در سطح یک ، 5 و 10 درصد بزرگتر است. بنابراین، فرض صفر رد می‌شود و درنتیجه، می‌توان گفت رابطه بلندمدت وجود دارد.

-‌ برآورد کوتاه‌مدت

از مزایای اصلی و مهم ARDL نسبت به دیگر روش­های هم‌جمعی آن است که توانایی برآورد روابط کوتاه‌مدت و بلندمدت را در شرایطی که حتی متغیرهای مدل پایا از مرتبه صفر نباشند و پایا از درجه یک باشند، دارد و برآوردهای کارآمد و سازگاری را ارائه می­دهد. براساس معیار شوارتز- بیزین و برای حالتی که عرض از مبدأ مقید باشد، طول وقفه بهینه 2 تعیین شده است. در این مرحله برای اطمینان از وجود رابطه بلندمدت، مدل پویای ARDL یا وقفه­هایی که توسط معیار شوارتز- بیزین از طریق نرم­افزار تعیین می­شود، برآورد شده است. بر اساس نتایج جدول (2)، در کوتاه‌مدت، اکثر متغیرهای مدل بر مخارج بهداشتی و امید به زندگی اثر معناداری دارند. ضریب برآوردشده برای وقفه اول مخارج بهداشتی برابر با 154/0- است که معنادار نیست؛ بدین‌معنا که مقادیر جاری مخارج بهداشتی با مقادیر دوره گذشته خود رابطه­ای ندارد. این ضریب برای وقفه اول امید به زندگی برابر با 788/1 است که در سطح 99 درصد معنادار است؛ بدین‌معنا که مقادیر جاری امید به زندگی با مقادیر دوره گذشته خود رابطه معناداری دارد.

ضریب برآوردی رشد اقتصادی برابر با 051/0 است که در سطح 95 درصد معنادار است. بدین‌معنا که با افزایش یک درصدی نرخ رشد اقتصادی در کوتاه‌مدت، مخارج بهداشتی 051/0 درصد افزایش می­یابد. همچنین، در مدل، امید به زندگی دارای سطح معناداری نیست. ضریب برآورد­شده سرمایه­گذاری خصوصی برابر با 282/4 است که در سطح 95 درصد معنادار است؛ بدین‌معنا که با افزایش یک درصدی سرمایه­گذاری خصوصی در کوتاه‌مدت، مخارج بهداشتی 282/4 درصد افزایش می‌یابد. ضریب سرمایه­گذاری دولتی نیز برابر با 167/3 است که در سطح 95 درصد معنادار است؛ بدین‌معنا که با افزایش یک درصدی سرمایه­گذاری دولتی در کوتاه‌مدت، مخارج بهداشتی 167/3 درصد افزایش می­یابد. در مدل دوم (امید به زندگی) ضریب برآوردی سرمایه­گذاری خصوصی برابر با 016/0 است که در سطح 99 درصد معنادار است؛ بدین‌معنا که با افزایش یک درصدی سرمایه­گذاری خصوصی در کوتاه‌مدت، امید به زندگی 016/0 درصد افزایش می­یابد. همچنین، با افزایش یک درصدی سرمایه­گذاری دولتی در کوتاه‌مدت، امید به زندگی 010/0 درصد افزایش می­یابد. نتایج سایر متغیرها در کوتاه‌مدت در جدول (2) قابل مشاهده است.

 

جدول 2. برآورد مدل کوتاه‌مدت

متغیر	مدل اول		مدل دوم		متغیر	مدل اول		مدل دوم
	ضریب	سطح معناداری	ضریب	سطح معناداری		ضریب	سطح معناداری	ضریب	سطح معناداری
lnHE(-1)	154/0-	34/0	-	-	lnHIV	187/0	038/0	0002/0	426/0
lnHI(-1)	-	-	788/1	000/0	lnHIV(-1)	488/0-	000/0	-	-
lnHI(-2)	-	-	903/0-	000/0	lnHIV(-2)	452/0-	007/0	-	-
lnGDP	051/0	027/0	0001/0-	375/0	lnPO	107/43	085/0	511/0	000/0
lnGDP(-1)	030/0	182/0	-	-	lnPO(-1)	804/104-	019/0	433/0-	000/0
lnGDP(-2)	039/0	03/0	-	-	lnPO(-2)	47/65	008/0	-	-
lnPI	242/4	023/0	016/0	000/0	lnEXR	0005/0	987/0	00049/0	025/0
lnPI(-1)	62/1	195/0	-	-	lnEXR(-1)	016/0-	751/0	00054/0-	038/0
lnPI(-2)	459/1-	116/0	-	-	lnEXR(-2)	164/0	007/0	-	-
lnGI	167/3	018/0	01/0	000/0	lnInf	007/0	769/0	00022/0	091/0
lnGI(-1)	428/0	602/0	-	0	lnInf(-1)	053/0-	02/0	00023/0-	501/0
lnGI(-2)	205/1-	15/0	-	0	lnInf(-2)	095/0-	037/0	-	-
lnFDI	128/0	016/0	0003/0-	272/0	lnInt	037/0-	181/0	00011/0	017/0
lnFDI(-1)	12/0-	019/0	0009/0	001/0	lnInt(-1)	164/0	002/0	00032/0	021/0
lnFDI(-2)	093/0-	028/0	-	-	lnInt(-2)	125/0	001/0	-	-
lnLR	524/3	056/0	011/0	13/0	عرض از مبدأ	638/70-	004/0	-	-
lnLR(-1)	312/4	02/0	-	-	ضریب تعیین	998/0		999/0

منبع: یافته‌های پژوهش

 

-‌ برآورد مدل تصحیح خطا (ECM)

قبل از بررسی رابطه تعادلی بلندمدت بین متغیرهای موجود در الگو، آزمون وجود هم‌جمعی بلندمدت در بین متغیرهای موجود انجام شده است. در این مقاله، روش الگوی تصحیح خطا (ECM) به‌کار گرفته شده است. براساس نتایج، مقدار ECM برابر با 845/0- در مدل اول و 11/0- در مدل دوم است که در سطح 99 درصد معنادار است. مقدار تصحیح خطا بیانگر سرعت تعدیل از کوتاه‌مدت به‌سمت بلندمدت است؛ به عبارت دیگر، در هردوره زمانی، 5/84 درصد و 11 درصد از خطای عدم تعادل کوتاه‌مدت از بین می­رود.

 

-‌  برآورد مدل بلندمدت

در نهایت نیز، مدل بلندمدت با بهره‌گیری از رویکرد ARDL برآورد شده است که نتایج آن در جدول (3) آمده است.

 

جدول 3. برآورد مدل بلندمدت

متغیر	مدل اول		مدل دوم
	ضریب	سطح معناداری	ضریب	سطح معناداری
lnGDP	105/0	024/0	00088/0-	380/0
lnPI	848/3	077/0	147/0	000/0
lnGI	070/2	127/0	089/0	000/0
lnFDI	073/0-	156/0	010/0-	000/0
lnLR	788/6	010/0	101/0	103/0
lnHIV	652/0-	001/0	0018/0	426/0
lnPO	270/3	030/0	676/0	000/0
lnEXR	128/0	006/0	00045/0-	792/0
lnInf	122/0-	037/0	0039/0-	024/0
lnInt	219/0	006/0	0038/0	036/0
عرض از مبدأ	193/61-	002/0	3653/4-	032/0

منبع: یافته‌های پژوهش

در بلندمدت، رشد اقتصادی اثری مثبت و معنادار بر مخارج بهداشتی دارد. ضریب برآوردشده برابر با 105/0 است که در سطح 95 درصد معنادار است؛ بدین‌معنا که با افزایش یک درصدی رشد اقتصادی، مخارج بهداشتی 105/0 درصد افزایش می­یابد. همچنین، رشد اقتصادی اثر غیرمعناداری بر امید به زندگی دارد. ضریب برآوردشده برابر با 00088/0- است که معنادار نیست. در بلندمدت، سرمایه­گذاری بخش خصوصی در بخش سلامت، اثری مثبت و معنادار بر مخارج بهداشتی دارد. ضریب برآوردشده برابر با 848/3 است که در سطح 90 درصد معنادار است؛ بدین‌معنا که با افزایش یک درصدی سرمایه­گذاری بخش خصوصی در بخش سلامت، مخارج بهداشتی 848/3 درصد افزایش می­یابد. سرمایه­گذاری بخش دولتی نیز در بخش سلامت اثری غیرمعنادار بر مخارج بهداشتی دارد. همچنین، سرمایه­گذاری بخش خصوصی و دولتی در بخش سلامت اثری مثبت و معنادار بر امید به زندگی دارد. ضریب برآوردشده، به‌ترتیب، برابر با 147/0 و 089/0 است که در سطح 99 درصد معنادار است؛ بدین‌معنا که با افزایش یک درصدی سرمایه­گذاری بخش خصوصی و دولتی در بخش سلامت، امید به زندگی 147/0 و 089/0 درصد افزایش می­یابد. در بلندمدت میزان ابتلابه ایدز و نرخ تورم اثری منفی و معنادار بر مخارج و امید به زندگی دارد. متغیرهای نرخ باسوادی، نرخ شهرنشینی، نرخ ارز حقیقی و نرخ بهره حقیقی اثری مثبت و معنادار بر مخارج بهداشتی دارند.

 

- آزمون­های تشخیصی

-‌ آزمون ثبات ساختاری

آزمون ثبات ساختاری پسماند تجمعی (CUSUM) منعکس‌کننده ثبات در ضرایب برآوردی در طول دوره مورد بررسی است. براساس نمودارهای (1 و 2) فرضیه صفر مبنی‌بر نبودن شکست ساختاری پذیرفته می‌شود.

 

مدل اول:

 

 

نمودار 1. آزمون ثبات ساختاری CUSUM

منبع: یافته‌های پژوهش

 

 

 

 

مدل دوم:

 

نمودار 2. آزمون ثبات ساختاری CUSUM

منبع: یافته‌های پژوهش

 

- نرمال بودن جملات خطا

در این مقاله برای بررسی وضعیت توزیع جملات خطای مدل از آزمون جارک- برا استفاده شده است. فرض صفر این آزمون مبنی‌بر نرمال بودن توزیع جملات خطاست. براساس نتایج، مقدار آماره جارک- برا برابر با 169/0 برای مدل اول و 757/1 برای مدل دوم است که معنادار نیست؛ لذا، فرض صفر رد نمی­شود. بنابراین، می­توان گفت جملات خطای مدل برآوردشده از توزیع نرمال پیروی می­کند.

برای بررسی وجود یا نبودن خودهم‌بستگی از آزمون LM و وجود یا نبودن واریانس ناهم‌سانی از آزمون ARCH استفاده شده است. فرض صفر این آزمون مبنی‌بر نبودن خودهم‌بستگی و هم‌سان بودن واریانس است. براساس نتایج حاصل از آزمون­های تشخیصی، مقدار آماره F برابر با 210/25 و 047/0 برای مدل اول و 342/0 و 937/0 برای مدل دوم است که معنادار نیست. لذا، فرض صفر رد نمی­شود و می‌توان گفت مدل برآوردشده مشکل خودهم‌بستگی و واریانس ناهم‌سانی ندارد.

 

-‌ آزمون نیکویی برازش Ramsey Reset

برای تشخیص خطی و یا غیرخطی بودن مدل­های معرفی‌شده در این مقاله از آزمونRamsey Reset استفاده شده است. فرض صفر این آزمون مبنی‌بر خطی بودن مدل است. بر اساس نتایج این آزمون، مقدار آماره F برابر با 29/0 در مدل اول و 36/2 در مدل دوم است که معنادار نیست و می‌توان گفت فرض صفر در هردو مدل رد نمی­شود.

 

5. نتیجه­گیری و پیشنهادها

در این مقاله برای برآورد تأثیر سرمایه­گذاری خصوصی و دولتی در دو شاخص امید به زندگی و مخارج بهداشتی به عنوان دو پراکسی سلامت در ایران از رویکرد ARDL و بر اساس داده‌های سال­های 1398-1360 استفاده گردید. مخارج بهداشتی، عبارت از وجوه مورد نیاز برای خدمات بهداشتی اعم از درمان و پیشگیری، برنامه‌های آتی خانوار برای دریافت این خدمات (خدمات بیمه‌ای)، تغذیه و کمک‌های اضطراری پیش‌بینی نشده است. شاخص امید به زندگی، نشان‌دهنده کیفیت زندگی و متأثر از برنامه‌های اجتماعی، مراقبت‌های بهداشتی، آرامش روانی و تغذیه سالم است. رشد این شاخص می‌تواند نشان‌دهنده کیفیت استفاده از هزینه‌های بهداشتی در یک کشور باشد. ولی این روند در مورد همه کشورها صادق نیست و ممکن است افزایش طول زندگی توام با ضعف و بیماری و افزایش فقر به دلیل ناتوانی نیروی کار باشد.

در کشورهای درحال­توسعه ازجمله ایران، رشد تورم، افزایش نقدینگی، نرخ ارز و سایر متغیرهای کلان اقتصادی نسبت به اقتصاد کشورهای صنعتی پرنوسان­تر بوده و تداوم این نوسانات در بخش­های متفاوت اقتصادی به شکل­گیری مشکلات ساختاری بیشتر و جدی­تری در این کشورها منجرمی­شود. نوسانات در این شاخص­ها از طریق ایجاد ریسک و نااطمینانی، با تاثیر بر سرمایه­گذاری و سیاست­های سرمایه­گذاران داخلی و خارجی، بر بخش سلامت و مخارج بهداشتی اثر می‌گذارد. بنابراین، بررسی رفتار این شاخص­ها از اهمیت زیادی برای مسئولان کشور برخوردار است. با توجه به متفاوت بودن زیرساخت­ها، الگوها و شرایط اقتصادی ایران، مطالعه جداگانه نحوه تاثیرپذیری بخش سلامت از سیاست­های مالی، ارزی و سرمایه­گذاری دولت می­تواند در تصمیم­گیری­های کلان کشور، دیدگاه درستی از چگونگی تغییرات بخش سلامت در اثر این نوسانات ارائه دهد.

نتایج این مقاله نشان‌دهنده تاثیر مثبت سرمایه­گذاری بخش خصوصی و دولتی بر امید به زندگی در ایران بوده است. این نتیجه که تاییدکننده یافته‌های پژوهش­هایی نظیر شمس­الدینی و همکاران (1399) و بهبودی و همکاران (1390) است با تاکید بر مهیا کردن شرایط سرمایه‌گذاری و ایجاد فرصت­های سرمایه­گذاری در کشورها، این امر را عاملی برای افزایش امید به زندگی در کشورها دانسته است. هرچند که رشد این شاخص در کشورهایی که از رشد رایج به‌دلایلی از قبیل جنگ و بحران­های اجتماعی – اقتصادی عقب­مانده بودند بیشتر خودنمایی می­کند، ولی در کشورهای توسعه­یافته نیز همواره رشد شاخص امید به زندگی مورد توجه بوده و از شاخص­های توسعه­یافتگی محسوب می­شود.

با توجه به شواهد تجربی طی دوره مورد بررسی در این مقاله، سرمایه‌گذاری خصوصی و دولتی و رشد اقتصادی، مؤثرترین عامل در تغییر وضعیت سلامت افراد در ایران است. این یافته نه تنها بر ضرورت رشد درآمد سرانه برای ارتقای سلامت در کشور تأکید می­کند که توجه ویژه تصمیم­گیران و سیاست‌گذاران را به توزیع عادلانه­تر سرمایه‌گذاری خصوصی و دولتی و امکانات جلب می‌نماید. لذا با توجه به نتایج و از آنجا که سلامت نقش بسزایی در توسعه همه‌جانبه کشور دارد، پیشنهاد می­شود سیاست‌گذاران در اعمال سیاست­های عادلانه سرمایه‌گذاری خصوصی و دولتی توجه خاصی داشته باشند.

نتایج برآورد مدل حاکی از آن است که سرمایه‌گذاری خصوصی و دولتی اثر مثبتی بر مخارج بهداشتی در ایران دارد؛ ولی باید به این موضوع توجه شود که بهتر است با توجه به سهم زیاد مخارج جاری سلامت در ایجاد نوسانات، از مخارج عمرانی سلامت در توسعه زیرساخت­های سیستم سلامت استفاده شود. توجه و تقویت زیرساخت­ها در سیستم سلامت همان‌طور که قادری و همکاران (1394) به آن پرداخته­اند موجب تشویق سرمایه­گذاران داخلی و خارجی می­شود.

نرخ جمعیت، که در این پژوهش با پراکسی نرخ شهرنشینی سنجیده‌شده، در بسیاری از مطالعات بر امید به زندگی تاکید داشته است. این شاخص به‌عنوان عامل اجتماعی – اقتصادی در نظر بسیاری از پژوهشگران تیغه­ای دو لبه است؛ زیرا همان‌طور که ممکن است برخی عادات و رفتارهای سالم را در افراد از بین ببرد، با افزایش دسترسی به مراکز بهداشتی و درمانی سبب بهبود سطح سلامت و افزایش امید به زندگی در این گروه از افراد شده است. مطالعات منصف و همکاران (1396) و خدابخشی و همکاران (1398) تاییدکننده این نتیجه از پژوهش بوده است. پیشنهاد می­شود با هدف افزایش دسترسی و پیشگیری از مهاجرت­های روستاییان به شهرها با هدف دسترسی به مراکز بهداشتی درمانی، مطابق استاندارد و پروتکل‌های موجود دسترسی به این مراکز در مناطق غیرشهری افزایش یابد و ارایه خدمات بهداشتی و درمانی سطح­بندی شده مانند پزشک خانواده روستایی و عشایر گسترش یابد.

یکی از مولفه‌های مهم اجتماعی موثر در سلامت، نرخ باسوادی و میزان ابتلابه ایدز است. نتایج این مطالعه نیز تاثیرگذاری این دو شاخص را در ایران در بلندمدت با این تفسیر نشان می‌دهد که نرخ باسوادی تاثیر مثبت و نرخ ابتلابه ایدز تاثیر منفی بر مخارج سلامت دارد. بین شاخص تحصیلات و آموزش و ارتقای سلامت رابطه تعادلی و بلندمدت وجود داشته و حتی باسواد بودن سرپرست خانواده نیز بر مخارج سلامت آن خانواده تاثیرگذار است. خانواده­های با تحصیلات بالاتر در موقعیت­های شغلی بهتری قرار می­گیرند و دارای سرمایه­گذاری­های آتی سلامت (بیمه­های درمانی) بهتری هستند و ریسک مالی ناشی از بیماری را پیش­خرید می­کنند. آگاهی بیشتری راجع‌به نحوه دریافتن خدمات بهداشتی و درمانی در محل زندگی خود دارند و برای سلامت خود سرمایه­گذاری بیشتر و هدفمندتری انجام می­دهند. لذا، سالم­تر بوده و طول عمر طولانی­تری دارند. بنابراین، افزایش سطح سواد و تحصیلات باید از دغدغه­های سیاست‌گذاران و دولت‌مردان هرکشور بوده و امکان برخورداری از تحصیل رایگان، به‌روز و هدفمند را برای آحاد شهروندان کشور مهیا کنند. در کشورهای صنعتی با کاهش رتبه و مقام اجتماعی افراد اختلالات سلامت شایع­تر می­شود.

به همین دلیل، چون نیازهای اجتماعی و مادی هر دو موجب ایجاد این اختلال در سلامت هستند، سیاست‌گذاران باید با توجه بیشتر به افزایش سطح عمومی تحصیلات و ایجاد عدالت دردسترسی به امکانات آموزشی و ارتقا و بهبود سطح سلامت زنان و مردان جامعه در بلندمدت به همراه آموزش بهداشت با راهکارهای معین بپردازند.

شرایط اجتماعی و روان‌شناسی حاکم بر جامعه می‌تواند در بلندمدت موجب استرس شود. عواملی چون ناامنی، تحریم، کنترل نداشتن بر کار و زندگی خانوادگی و همین‌طور عوامل اجتماعی اضطراب­زا، آثار نامطلوب زیادی بر سلامت افراد دارد. مجموعه­ای از این عوامل استرس­زا در هرمقطع از زندگی موجب کاهش سلامت روان شده و در بلندمدت با اثر مخرب خود از عوامل ایجادکننده اختلال در سلامت و مرگ زودرس و کاهش امید به زندگی است.

پژوهش‌ها، مطالعات و تجربیات کسب‌شده از اجرای برنامه­های متعدد توسعه سلامت در ایران و سایر نقاط جهان نشان می‌دهد، سرمایه­گذاری در سلامت باید مستمر و مداوم باشد. هرچه از این مداومت کاسته شود، دست‌یابی به مزایای اجرای آن برنامه کاهش‌یافته و طی زمان، آسیب جدی به آن برنامه خواهد رسید.

شواهد تجربی نشان می­دهد که پایه سلامت بزرگسالی، ریشه در دوران کودکی و حتی پیش از تولد دارد. ضعف حمایتی سبب افزایش خطرات جسمانی، روانی و عملکردی در بزرگسالی می‌شود. شرایط نامناسب در دوران بارداری و نبودن مراقبت‌های پیش از زایمان می‌تواند به رشد نامطلوب جسمی جنین منجرشده و افزون‌بر افزایش ریسک مالی خانواده در زندگی آتی کودک نیز موجب ضعف جسمی و افزایش خطر ابتلابه انواع بیماری­ها در بزرگسالی شده و افزایش بیماری در بزرگسالی موجب کاهش درآمد شده و موفقیت­های اقتصادی را در افراد کاهش می­دهد.

 

[1] Gross Domestic Product

[2] Malik & Azam Shah

[3] Ogundari & Awokuse

[4] Filmer

[5] World Health Organization

[6] Socio-Economics Factors

[7] Dieleman

^[8] Ketenci & Murthy

[9] Giammanco & Gitto

[10] Out of Pocket

[11] Colombo, Rotondi & Stanca

[12] Life Expectancy

[13] Health Care Expenditure

[14] Autoregressive Distributed Lag

^[15] Error Correction Mechanism

[16] Novignon, Olakojo, Solomon & Novignon

[17] Onofrei, Vatamanu, Vintila & Cigu

[18] Available on the site https://www.who.int

مراجع

منابع

• امین­رشتی، نارسیس، اصغری، لیلا (1390). بررسی نقش هزینه­های سلامت بر توزیع درآمد در ایران، فصلنامه علوم اقتصادی، 5 (16): 159- 135.
• بابائی، مجید (1399). تاثیر شاخص­های سلامت و متغیرهای کلان اقتصادی بر سطح امید به زندگی (مقایسه کشورهای درحال‌توسعه و توسعه­یافته با رویکرد Panel Data): یک مطالعه توصیفی – تحلیلی، مجله مطالعات علوم پزشکی، 31 (7): 575- 568.
• بارونی، محسن، جلایی، سیدعبدالحمید، جعفری، شهلا (1395). تاثیر نااطمینانی نرخ ارز بر واردات محصولات پزشکی و دارویی ایران، نشریه بهداشت و توسعه، 5: 23-13.
• بهبودی، داوود، باستانیان، فرانک، فشاری، مجید (1390). بررسی رابطه بین مخارج بهداشتی سرانه و درآمد سرانه در کشورهای با درآمد پایین و متوسط. فصلنامه مدلسازی اقتصادی، 5 (3(15)): 96- 81.
• جهانگرد، اسفندیار، رنجبر فلاح، محمدرضا، سرآبادی تفرشی، سعیده (1391). برآورد تابع تولید سلامت. فصلنامه علوم اقتصادی، 6 (18): 28- 9.
• خانزادی، آزاد، جلیلیان، ساجده، مرادی، سارا، حیدریان، مریم (1399). بررسی و تحلیل اثرات بهبود کیفیت محیط زیست بر امید به زندگی در ایران (یک رویکرد اقتصادی)، نشریه علوم و تکنولوژی محیط زیست، 22 (1): 349- 336.
• خدابخشی، اکبر، ندری، صبا (1398). بررسی اثر درآمدهای مالیاتی و نفتی بر هزینه­های سلامت در ایران، فصلنامه علمی مطالعات اقتصادی کاربردی ایران، 8 (31): 275- 255.
• سپهردوست، حمید (1390). عوامل موثر برتوسعه یافتگی از دیدگاه شاخص‌های سلامت، نشریه مدیریت اطلاعات سلامت، 2 (18).
• سپهردوست، حمید، قربان سرشت، مرتضی، باروتی، مهسا (1393). اثر نامتوازن سرمایه انسانی در بخش سلامت و آموزش بر رشد اقتصادی، فصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، (16): 102-81.
• سرلک، احمد، سواری، ادیبه (1395)، تاثیر عوامل اقتصادی – اجتماعی بر امید به زندگی، مجله مدیریت بهداشت و درمان، 7 (3): 15- 7.
• سلیمانپور زنوز، علی، سید حمزه، میر رحیم (1395). تاثیر نوسانات نرخ ارز بر شاخص­های توسعه اقتصاد در کشورهای مسلمان، پنجمین کنفرانس ملی مدیریت، اقتصاد و حسابداری، آذربایجان شرقی، تبریز.
• شمس­الدینی، مصطفی، هرمز، بهرام (1399). بررسی تاثیر سیاست­های اصلاحات مالی بر توسعه بیمه درمان در کشورهای درحال‌توسعه، فصلنامه علمی –پژوهشی بیمه سلامت ایران، 3 (2): 115-104.
• شهرکی، مهدی، قادری، سیمین (1398). تاثیر عوامل اقتصادی – اجتماعی بر مخارج سلامت خانوار، مجله پیاورد سلامت، 13 (2): 171- 160.
• صادقی، سید کمال، محمدی خانقاهی، رباب (1393). بررسی تاثیر مخارج سلامت بر شاخص­های سلامت کشورهایی با سطح درآمد متوسط: مطالعه موردی، نشریه پایش، پژوهشکده علوم بهداشتی جهاد دانشگاهی، 14 (1): 14-7.
• عاقلی، لطفعلی، دلیری، مهران سام (1400). تأثیر کمک­های رسمی توسعه و سرمایه­گذاری مستقیم خارجی بر توسعه انسانی در کشورهای کمتر توسعه­یافته، مجله اقتصاد باثبات و توسعه پایدار، 2 (2): 44- 23.
• عسگری، حشمت الله، بادپا، بهروز (1394). اثر مخارج سلامت بخش عمومی و خصوصی بر وضعیت سلامت افراد در ایران، مجله علمی دانشگاه علوم پزشکی ایلام، 23 (5).
• عمادزاده، مصطفی، صمدپور، نرگس، رنجبر، همایون، عزیزی، فیروزه (1393). اثر آموزش بر سلامت در ایران: رویکرد تابع تولید، فصلنامه تحقیقات مدلسازی اقتصادی، (15): 178- 148.
• کردبچه، حمید، احمدی، زهرا (1396). بررسی اثر نوسانات نرخ ارز بر شاخص­های قیمت بهداشت و درمان، نشریه مدیریت بهداشت و درمان (نظام سلامت)، 8 (4): 27-17.
• فرجی­دیزجی، سجاد، قدمگاهی، زینب­السادات (1398). تاثیر تحریم‌های اقتصادی بر مخارج عمومی سلامت (شواهدی از کشورهای درحال‌توسعه متکی به صادرات منابع طبیعی)، فصلنامه علمی پژوهشنامه اقتصادی، 19 (75): 107-71.
• قادری، سیمین، شهرکی، مهدی (1394). تاثیر زیرساخته­های آموزش و سلامت بر رشد اقتصادی ایران، فصلنامه علمی پژوهشی، پژوهش­های رشد و توسعه اقتصادی، 5 (19): 115-136.
• متقی، سمیرا، حسینی نسب، سید ابراهیم، عصاری آرانی، عباس، عاقلی، لطفعلی (1392). بررسی عوامل مؤثر بر سرمایه‌گذاری در بخش سلامت کشورهای عضو سازمان کنفرانس اسلامی (رویکرد اقتصادی- اجتماعی)، فصلنامه علمی پژوهشی دانش سرمایه­گذاری، 2 (6): 140-123.
• مسکرپورامیری، محمد، مهدی­زاده، پریسا (1398). تحلیل روند متغیرهای اصلی اقتصاد کلان ایران و تأثیر آن بر شاخص­های سلامت، فصلنامه علمی – پژوهشی بیمه سلامت ایران، 2 (4): 215- 206.
• منصف، عبدالعلی، شاه محمدی مهرجردی، ابوالفضل (1396). بررسی تاثیر عوامل اقتصادی بر امید به زندگی کشورهای جهان طی سال های 2010-2002، نشریه پایش، 16 (5): 574- 567.
• مهرآرا، محسن، فرشچی، مریم (1399). بررسی اثر تحصیلات بر انواع هزینه­های درمانی خانوارهای شهری، با استفاده از روش میانگین­گیری مدل بیزینی (BMA)، نشریه تحقیقات نظام سلامت حکیم، 23 (88): 143-130.
• Colombo E., Rotondi V. & Stanca L. (2018), Macroeconomic conditions and health: Inspecting the transmission mechanism, Elsevier, Economics and Human Biology, 28
• Dieleman, J. (2020). Health sector spending and spending on HIV/AIDS, tuberculosis, and malaria, and development assistance for health: Progress towards Sustinable Development Goal 3, Lancet, 396, 693- 724.
• Filmer, D. (2003). The incidence of public expenditures on health and education Making Services Work for Poor People, The World Bank Report.
• Ketenci, N., Murthy, V.N.R. (2018). Some determinants of life expectancy in the United States: results from cointegration tests under structural breaks. J Econ Finan, 42, 508–525.
• Giammanco M.D. & L. G. (2019). Health expenditure and FDI in Europe. Economic Analysis and Policy, https://doi.org/10.1016/j.eap.2019.04.001.
• Malik, A.M. & Azam., S.I. (2018). Socio-economic determinants of household out-of-pocket payments on healthcare in Pakistan. International Journal for Equity in Health, 11, 51.
• Novignon, J, Olakojo, S. A & Novignon, J.(2012). The effects of public and private health care expenditure on health status in sub- Saharan Africa: new evidence from panel data analysis, Heath Economics Review, Springer, 2:22, doi:10.1186/2191-1991-2-22
• Ogundari, K. & Awokuse, T. (2018). Human capital contribution to economic growth in SubSaharan Africa: Does health status matter more than education? Economic Analysis and Policy,3, 13 (1), 109-148.
• Onofrei, M. and Vatamanu, A.and Vintila, G. and Cigu, E.(2021). Government health expenditure outcomes: A comparative study among EU developing countries, International Journal of Environmental Research and Public Health, 2021, 18, 10725.